Introducción

La teoría del apego propuesta por Bowlby (1969/1998) se enfoca en el estudio del vínculo afectivo que se crea entre el niño y las personas emocionalmente significativas de su entorno, llamadas figuras de apego, sobre quienes los niños gradualmente generan expectativas relacionadas con su disponibilidad y capacidad de respuesta, como producto de las experiencias tempranas en las interacciones con ellas. Estas expectativas y creencias sobre sí mismo y sobre los demás se incorporan en representaciones mentales que determinan el modelo operativo interno, el cual incide sobre las percepciones y el comportamiento en las relaciones posteriores (Lozano, Albarracín, & Vásquez, 2016).

De hecho, el cuerpo emergente de investigaciones ha puesto en evidencia que los vínculos de apego en los adultos están ligados a los modelos mentales forjados durante la infancia, por lo que se ha planteado que, en las relaciones amorosas, se presenta un proceso de apego que está determinado, en parte, por las experiencias con las figuras primarias de cuidado (Hazan & Shaver, 1987). Por tanto, el apego adulto ha sido definido como un proceso biosocial en el cual los miembros que conforman la pareja establecen lazos afectivos entre ellos, con el mismo patrón con el cual formaron sus vínculos infantiles (Hazan & Shaver, 1987). Dado este paralelismo entre las experiencias de apego infantil y las dinámicas relacionales en la vida adulta, los componentes clave de la teoría del apego fueron extrapolados al estudio del amor romántico adulto con los mismos tres estilos principales de apego infantil (Ainsworth, Blehar, Waters, & Wall, 1978/2015): seguro, inseguro evitativo e inseguro ansioso/ambivalente.

En este contexto, empezaron a surgir medidas de autorreporte del apego adulto. En 1998, Brennan, Clark y Shaver propusieron la escala Experiencesin Close Relationships (ECR), instrumento que evalúa el apego romántico en adolescentes y adultos con el marco teórico de Bartholomew y Horowitz (1991), en el cual se plantea un Modelo del self (o de sí mismo) y un Modelo del otro. El modelo de sí mismo surge a partir de representaciones acerca del valor propio para merecer cuidado y afecto y está ligado a los niveles de ansiedad que genera la ausencia de la figura de apego, en tanto que el modelo del otro está conformado por las expectativas de disponibilidad y receptividad de los demás hacia el sujeto y está ligado a los niveles de evitación de intimidad (Bartholomew & Horowitz, 1991). Ambos modelos pueden estar polarizados en positivo o negativo, dando lugar a cuatro estilos de apego en las relaciones de pareja (Fraley, Waller, & Brennan, 2000): (1) seguro (modelo positivo de sí mismo y de los otros; bajos niveles de ansiedad y evitación), (2) preocupado (modelo negativo de sí mismo y positivo de los otros; altos niveles de ansiedad y bajos niveles de evitación), (3) alejado/rechazante (modelo positivo de sí mismo y negativo de los otros; bajos niveles de ansiedad y altos niveles de evitación), y (4) temeroso (modelo negativo de sí mismo y de los otros; altos niveles de ansiedad y evitación).

En este marco, para la elaboración del ECR se realizó una búsqueda de la literatura previa, en la que se identificaron inicialmente 482 ítems relacionados con la organización del apego, los cuales fueron reducidos, a criterio de los investigadores, a 323 y, posteriormente, aplicados a 1085 estudiantes de la Universidad de Texas (mujeres: n = 682, hombres: n = 403) entre 16 y 50 años de edad (M = 18). Mediante análisis factorial, se obtuvieron los 36 ítems de la escala final distribuidos en dos factores: Evitación (18 ítems, α = .94) y Ansiedad (18 ítems, α =.91), que se evalúan en una escala de 1 a 7 (Brennan et al., 1998).

Los ítems del ECR fueron más tarde revisados por Fraley y colaboradores (2000), utilizando técnicas de la Teoría de respuesta al ítem en la muestra original participante en el estudio de Brennan et al. (1998), dando lugar al ECR-R (Experiences in Close Relationships-Revised). Para ello, los autores seleccionaron los 18 ítems de cada factor (Evitación y Ansiedad) que tenían los valores de discriminación más altos. Se encontró que siete de los ítems de Evitación (39 %) y 13 de los de Ansiedad (72 %), correspondían a los de la versión original del ECR. Se concluyó que el ECR-R mejora la medición del apego en un grado menor y se concedió la autorización para que investigadores interesados en la escala pudieran modificarla (Fraley et al., 2000).

A partir de entonces, varios estudios internacionales han analizado las propiedades psicométricas del ECR-R en contextos diferentes, en muchos de los cuales se ha confirmado la estructura bifactorial de la escala; tal es el caso de Canadá (N = 329, Lafontaine & Lussier, 2003), Nueva Zelanda (N = 478, Sibley, Fischer, & Liu, 2005), Holanda (N = 262, Kooiman, Klaassens, van Heloma Lugt, & Kamperman, 2012), Italia (N = 1363, Busonera, San Martini, Zavattini, & Santona, 2014), China (N = 179) y Grecia (N = 383, Mastrotheodoros, Chen, & Motti, 2015), Checoslovaquia (N = 1800, Hasto et al., 2018). En España, el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC) verificó parcialmente dicha estructura, por lo que se elaboró una versión reducida del ECR-R con los ítems cuyo coeficiente de determinación era superior a .20 en Evitación y Ansiedad (N = 598, Fernández-Fuertes, Orgaz, Fuertes, & Carcedo, 2011).

En Latinoamérica se registran dos investigaciones en lengua castellana sobre las propiedades psicométricas del ECR-R, una realizada en Colombia (Zambrano et al., 2009) y otra en Perú (Nóblega et al., 2018). En el estudio de Colombia (N = 371) se encontró que 15 ítems no reunían las propiedades necesarias para formar parte de la prueba, por lo que la escala fue reducida a 21 ítems agrupados en tres factores: uno de la dimensión de Ansiedad (α = .877) y dos de la de Evitación (α = .798), dimensiones entre las cuales se encontró una correlación de .092 (p = .76), que pone en evidencia que cada una de ellas evalúa un constructo teórico distinto. Además, la escala de respuesta fue reducida a cinco opciones bajo la consideración de que con un número mayor se obtienen resultados similares (Zambrano et al., 2009).

En la investigación realizada en Perú se conservaron las cinco opciones de respuesta del estudio colombiano; la muestra (N = 590) fue dividida de manera aleatoria en dos grupos para realizar los Análisis Factoriales Confirmatorio y Exploratorio, procedimientos con los cuales se obtuvieron tres factores conformados por un total de 27 ítems: Ansiedad (α = .91), Evitación con ítems directos (α = .71) y Evitación con ítems inversos (α = .89) (Nóblega et al., 2018).

Con estos antecedentes, el objetivo del presente estudio fue analizar las características psicométricas del ECR-R en jóvenes adultos ecuatorianos, a partir de la evidencia de los estudios latinoamericanos previos. Cabe mencionar que en todo el proceso de investigación se siguieron los estándares éticos internacionales y que todos los procedimientos fueron previamente aprobados por el Comité de Ética de la Investigación de la Pontificia Universidad Católica del Ecuador (PUCE).

Método

Para analizar el comportamiento psicométrico de validez factorial y fiabilidad del ECR en población ecuatoriana acorde a lo propuesto por Nóblega y colaboradores (2018), se llevó a cabo un diseño de investigación de tipo instrumental (Ato, López, & Benavente, 2013) y de corte transversal.

Participantes

Participaron en el presente estudio 641 jóvenes universitarios residentes en el Ecuador, 38.4 % hombres y 61.6 % mujeres, de 18 a 25 años (M = 20.79, DE = 2.095), matriculados en diversas carreras de pregrado de dos instituciones de educación superior de la ciudad de Quito, Ecuador. Para seleccionar a los participantes se empleó el sistema de muestra probabilística; aplicando la fórmula estadística correspondiente con un 95 % de confianza y un 5 % de error, se encontró que la muestra debía estar conformada por 700 sujetos. Para reclutar a los participantes se visitaron las aulas de clase de diversas carreras, en coordinación con el personal a cargo y previa la autorización de los directivos de las dos instituciones de educación superior. La prueba fue aplicada por agrupamiento casual a 800 jóvenes universitarios en los salones de clase. Una vez que se eliminaron los casos con valores ausentes (59), y con valores atípicos (100) aplicando la distancia de Mahalanobis, se obtuvieron 641 casos válidos, que fue el número que constituyó la muestra final.

Instrumento

El instrumento utilizado fue la escala de autorreporte Experiencies in Close Relationships-Revised (ECR-R, Fraley et al., 2000), conformada por 36 ítems que son oraciones cortas en las que se describen estados emocionales asociados a las relaciones de pareja. Veintiuno de los ítems fueron traducidos al español por Zambrano y colaboradores (2009) en el estudio realizado en Colombia, y los otros 15 por el equipo de trabajo de la investigación efectuada en Perú (Nóblega et al., 2018). Del total de 36 ítems, 18 corresponden a la dimensión de Ansiedad, constituida por 17 ítems directos y un ítem inverso, y 18 a la dimensión de Evitación, conformada por 6 ítems directos y 12 inversos. Se empleó la escala de cinco opciones de respuesta propuesta por Zambrano et al. (2009), utilizada también en la investigación realizada en Perú (Nóblega et al., 2018).

Para la aplicación de la prueba en este estudio, los ítems fueron ordenados aleatoriamente, según lo sugieren los autores (Fraley et al., 2000).

Procedimiento

Con la autorización previa de los directivos de las dos instituciones de educación superior, participantes y en coordinación con el personal a cargo, se visitaron las aulas de clase para recolectar la información. Se les explicó a los estudiantes los objetivos del estudio, uno de los cuales consistía en buscar evidencias de validez en el contexto universitario ecuatoriano para varios instrumentos psicométricos que evalúan relaciones de apego; también, se solventaron dudas e inquietudes. A quienes accedieron a participar, se les entregó un cuadernillo que contenía un consentimiento informado, una ficha sociodemográfica y un grupo de cuatro pruebas, entre ellas el ECR-R, objeto del presente estudio.

Análisis de datos

La gestión de los resultados obtenidos en el ECR-R se realizó en tres bloques de análisis. El primero comprende el análisis preliminar de los ítems, procedimiento en el cual se obtuvo la media aritmética (M) y la desviación estándar (DE) para identificar la tendencia de las respuestas a los ítems. También se revisó la asimetría (g₁) y la curtosis (g₂) para conocer el cumplimiento o no del supuesto de normalidad univariante, el cual se cumple cuando los valores de g. y g. permanecen dentro del rango ± 1.5 (Ferrando & Anguiano-Carrasco, 2010). Adjunto a este análisis, se aplicó la prueba de Mardia (1970) para comprobar el supuesto de normalidad multivariante, mismo que se ratifica cuando los valores resultantes no son estadísticamente significativos (p > .05).

El segundo bloque de análisis corresponde al AFC del ECR-R utilizado para identificar el modelo de mejor ajuste a la muestra. Este análisis se ejecutó bajo la estimación de Mínimos Cuadrados Ponderados Diagonalmente (DWLS), el cual es el más aconsejable cuando la naturaleza del ítem es ordinal y existe ausencia de normalidad multivariante (Li, 2016) a través de una matriz de correlaciones policóricas. En este análisis se contrastaron los distintos valores de ajuste como son los absolutos con el Chi cuadrado (ꭓ²), el Chi Cuadrado Normado (ꭓ²/gl) y el Residuo Estandarizado Cuadrático Medio (SRMR); también los relativos como el Índice de Ajuste Comparado (CFI) y el Índice de Tucker Lewis (TLI), así como el basado en la no centralidad como el Error Cuadrático Medio de Aproximación (RMSEA). Se estima que, tras un AFC, un modelo guarda un ajuste adecuado cuando el ꭓ² es no significativo (p > .05), el ꭓ²/gl es menor a 4, el CFI. TLI superior a .90 (de preferencia mayor a .95), y el SRMR . RMSEA menores a .08 (Brown, 2015; Byrne, 2008; Yang-Wallentin, Jöreskog, & Luo, 2010). También se analizaron las cargas factoriales (λ) de los ítems del mejor modelo de ajuste para conocer la consistencia de los ítems y el aporte a la explicación de la varianza; se espera que las cargas sean superiores a .4 (de preferencia mayores a .5) para corroborar mejor la consolidación del modelo (Domínguez-Lara, 2018; Moreta-Herrera, Mayorga-Lascano, Larzabal-Fernández, & Vaca-Quintana, 2020).

Finalmente, en el tercer bloque de análisis se revisó la fiabilidad del ECR-R a través del alfa de Cronbach (α) y el coeficiente Omega ordinal (ω, McDonald, 1999; Ventura-León & Caycho-Rodríguez, 2017) y sus intervalos de confianza, para identificar el nivel de consistencia interna entre los ítems de la prueba. Para el procesamiento estadístico de los datos se utilizaron los programas informáticos SPSS versión 25 (IBM, 2012) y el lenguaje de programación R en la versión 4.0.1 (R Core Team, 2019), con los paquetes MBESS, Lavaan y MNV.

Resultados

Análisis preliminar

En la Tabla 1 se muestran los análisis preliminares de los ítems del ECR-R en el orden aleatorio con que fueron aplicados en este estudio (se adjunta en la tabla el orden que ocupan en la escala original). De manera general, se observa que las puntuaciones medias son heterogéneas entre sí y, en su mayoría, se concentran en los valores medios de la escala del test. Sobre el supuesto de normalidad univariante, los valores de g₁ y g₂. no sobrepasan del parámetro ± 1.5 por lo que se estima que existe normalidad univariante; mientras que con el supuesto de normalidad multivariante, esto no ocurre debido a la presencia de significancia (p < .5) en las pruebas de Mardia de g₁ y g₂.

Análisis factorial

En esta sección se analiza el AFC de dos modelos de ajuste, el primero correspondiente a la versión original de Fraley y colaboradores (2000) de 36 ítems y dos factores, y el segundo al de la versión de Nóblega et al. (2018) de 27 ítems y tres factores.

Como se aprecia en la Tabla 2, los índices de ajuste absoluto (ꭓ^2; ꭓ²/gl. SRMR), los relativos (CFI y TLI) y el no basado en la centralidad (RMSEA) muestran que la versión peruana es el modelo que presenta el mejor ajuste factorial a la muestra ecuatoriana, en tanto que la versión original no muestra una consolidación marcada en la muestra de análisis.

Dados estos resultados, en la Figura 1 se analizan las cargas factoriales de los 27 ítems de la versión peruana, en su aplicación a la muestra ecuatoriana, en cada uno de los tres factores (Ansiedad, Evitación ítems directos y Evitación ítems inversos). En la gráfica se aprecia que todas las cargas factoriales se encuentran en niveles aceptables, siendo λ_{ítem 18} = .44 la de menor carga y λ_{ítem 26} = .81 la de mayor carga. Cada uno de los ítems al parecer es significativo y aporta a la explicación de la varianza de manera consistente.

Análisis de fiabilidad

Acerca de la fiabilidad del ECR-R, la Tabla 3 muestra que los parámetros de consistencia interna se presentan adecuados en lo que constituye el coeficiente α y el coeficiente ω, así como también en el límite superior (LS) e inferior (LI) de los intervalos de confianza (IC) para ambos coeficientes. Las diferencias entre coeficientes para identificar la fiabilidad son mínimas, por lo que se estima que es adecuada para la muestra ecuatoriana.

Conformación final del ECR-R para su aplicación en población ecuatoriana

Como consecuencia de los análisis realizados, la versión ecuatoriana del ECR-R quedaría conformada por los 27 ítems de la versión peruana: 13 del factor de Ansiedad, cinco del factor de Evitación ítems directos y nueve del factor de Evitación ítems inversos. Entre los ítems que conforman los tres factores se encontraron correlaciones estadísticamente significativas, como se puede observar en la Tabla 4.

Con el modelo propuesto, se eliminan un total de nueve ítems de la versión original del ECR-R, cinco de Ansiedad y cuatro de Evitación, los cuales se muestran en la Tabla 5.

Discusión

Dada la escasez de pruebas para evaluar apego adulto y relaciones de pareja validadas en el Ecuador, el objetivo general de este trabajo consistió en analizar las características psicométricas del ECR-R en su aplicación a jóvenes adultos ecuatorianos, partiendo de la evidencia reportada por dos estudios latinoamericanos previos, uno realizado en Colombia (Zambrano et al., 2009) y otro efectuado en Perú (Nóblega et al., 2018). Para ello, se llevó a cabo una investigación instrumental de tipo transversal en la que participaron 641 estudiantes universitarios de 18 a 25 años, provenientes de dos instituciones de educación superior de la ciudad de Quito.

Según se ha mencionado, se empleó el AFC para obtener una apreciación del ajuste de los resultados de este estudio, al modelo original de Fraley et al. (2000) y al modelo elaborado en Perú (Nóblega et al., 2018). El propósito fue obtener la información necesaria para decidir si se requería o no realizar análisis factoriales específicos, de acuerdo con lo propuesto por Byrne (2008), Brown (2015), Yang-Wallentin et al. (2010).

Los resultados del AFC demostraron que los índices de ajuste absoluto (χ., χ./gl y SRMR), relativos (CFI . TLI) y el no basado en la centralidad (RMSEA) se adecuaban al modelo peruano conformado por un total de 27 ítems y tres factores: Ansiedad, Evitación ítems directos y Evitación ítems inversos, frente a los cuales Nóblega y sus colaboradores (2018) habían hablado de unidimensionalidad en el factor de ansiedad y de complejidad en el de evitación. Estos tres factores también fueron hallados en Colombia, en el estudio de Zambrano y otros (2009), quienes concluyeron que los factores correspondían a las mismas dos dimensiones, Ansiedad y Evitación, de la escala original. De hecho, en el presente estudio se halló una correlación significativa entre los dos factores de evitación (ítems directos e ítems inversos), lo cual también fue reportado en el estudio realizado en Perú (Nóblega et al., 2018). Estos hallazgos se distancian parcialmente de los resultados reportados en países como Canadá, Nueva Zelanda, Holanda, Italia, China, Grecia y Checoslovaquia, que confirmaron la estructura bifactorial originalmente propuesta por los autores.

Por otro lado, las cargas factoriales encontradas en el AFC realizado en la presente investigación, permitieron apreciar que cada uno de los 27 ítems era significativo en la conformación de la versión ecuatoriana del ECR-R (Domínguez-Lara, 2018; Moreta-Herrera et al., 2020), pues los valores fluctuaban en un rango entre aceptable y satisfactorio. Además, el análisis de fiabilidad evidenció que la consistencia interna de la escala era adecuada.

Al realizar un análisis de los nueve ítems que quedaron fuera de la versión ecuatoriana del ECR-R se encontró que dos de ellos, No me preocupa ser abandonado (del factor de Ansiedad), y No es difícil para mí acercarme a mi pareja (del factor de Evitación), estaban redactados con una negación inicial, lo cual seguramente confundió a los participantes, como lo reportaron previamente Nóblega y sus colaboradores (2018); por tanto, se sugiere seguir las recomendaciones de autores expertos en la construcción de escalas en lo que respecta a la forma de plantear los ítems (e.g., Muñiz & Fonseca-Pedrero, 2019). Además, se halló que todos los ítems que quedaron fuera habían sido también eliminados en estudios previos de habla hispana, como es el caso de la versión colombiana de la prueba (Zambrano et al., 2009), la versión reducida elaborada en España (Fernández-Fuertes et al., 2011), que tampoco confirma de manera integral la estructura originalmente propuesta y, por supuesto, la versión peruana (Nóblega et al., 2018).

En consecuencia, la versión ecuatoriana del ECR-R, construida en base al modelo peruano, estaría conformada por 27 ítems agrupados en dos dimensiones, una de Ansiedad, compuesta por 13 enunciados, y una de Evitación conformada por dos factores: ítems directos con cinco enunciados, e ítems inversos con nueve enunciados. Además, los resultados encontrados han puesto en evidencia similitudes en el tipo de respuestas provenientes de participantes de Colombia, Ecuador y Perú.

Dentro de las limitaciones del presente trabajo se encuentra la focalización de la muestra en la ciudad de Quito, por lo que se sugiere que futuros estudios normativos incluyan otras poblaciones del país, ampliando tanto el rango etario, como la distribución geográfica. Para ello, se considera oportuno partir de esta primera validación factorial, a fin de que la escala pueda ser pertinentemente empleada tanto en investigación, como en diagnóstico en el marco de la práctica clínica, cuando se aborden temas sobre apego adulto y relaciones de pareja.

Así también, es importante mencionar que las limitaciones de tiempo dificultaron la realización de estudios de validez convergente y discriminante que permitieran una mejor comprensión del comportamiento psicométrico del instrumento en población ecuatoriana. Por ello, se recomienda que nuevas investigaciones incluyan análisis sobre estas propiedades.

Agradecimientos

Presentamos nuestros agradecimientos a la Pontificia Universidad Católica del Ecuador (PUCE), institución que financió el estudio.

Referencias

Ainsworth, M. D., Blehar, M. C., Waters, E., & Wall, S. (1978/2015). Patterns of Attachment: A psychological study of the Strange Situation. Bulgay, Suffolk, UK: Taylor & Francis.

Ato, M., López, J., & Benavente, A. (2013). Un sistema de clasificación de los diseños de investigación en psicología. Anales de Psicología, 29(3), 1038-1059. doi: 10.6018/analesps.29.3.178511.

Bartholomew, K., & Horowitz, L. M. (1991). Attachment styles among young adults: A test of a four-category model. Journal of Personality and Social Psychology, 61(2), 226-244. doi: 10.1037/0022-3514.61.2.226.

Bowlby, J. (1969/1998). El Apego y la Pérdida: El Apego (Vol. 1). Barcelona: Ediciones Paidós Ibérica.

Brennan, K. A., Clark, C. L., & Shaver, P. R. (1998). Self-report measurement of adult attachment: An integrative overview. En J. A. Simpson, & W. S. Rholes (Eds.), Attachment theory and close relationships (págs. 46-76). New York: The Guilford Press.

Brown, T. A. (2015). Confirmatory factor analysis for applied research (Vol. 2). New York: Guilford Publications.

Busonera, A., San Martini, P., Zavattini, G. C., & Santona, A. (2014). Psychometric properties of an Italian version of the Experiences in Close Relationships-Revised (ECR-R) Scale. Psychological Reports, 114(3), 1-17. doi: 10.2466/03.21.PR0.114k23w9.

Byrne, B. (2008). Testing for multigroup equivalence of a measuring instrument: a walk through the process. Psicothema, 20(4), 872-882.

Domínguez-Lara, S. (2018). Propuesta de puntos de corte para cargas factoriales: una perspectiva de fiabilidad de constructo. Enfermería Clínica, 28(6), 401-402. doi: 10.1016/j.enfcli.2018.06.002.

Fernández-Fuertes, A. A., Orgaz, B., Fuertes, A., & Carcedo, R. (2011). La evaluación del apego romántico en adolescentes españoles: validación de la versión reducida del Experiencies in Close Relationships-Revised (ECR-R). Anales de Psicología, 27(3), 827-833.

Ferrando, P. J., & Anguiano-Carrasco, C. (2010). El análisis factorial como técnica de investigación en psicología. Papeles del Psicólogo, 31(1), 18-33.

Fraley, R. C., Waller, N. G., & Brennan, K. A. (2000). An item response theory analysis of self-report measures of adult attachment. Journal of Personality and Social Psychology, 78(2), 350-365. doi: 10.1037/0022-3514.78.2.350.

Hasto, J., Kascakova, N., Fürstova, J., Solcova, I. P., Anna, V. K., Heveriova, M., & Tavel, P. (2018). Dotazník Prozívání Blízkých Vztahu (ECR-R) a sociodemografické rozdiely vo vztahovej úzkostnosti a vyhýbavosti. Ceskoslovenská Psychologie, LXII(Suplement 1), 56-79.

Hazan, C., & Shaver, P. R. (1987). Romantic love conceptualized as an attachment process. Journal of Personality and Social Psychology, 52(3), 511-524. doi: 10.1037/0022-3514.52.3.511.

IBM Corp. (2012). IBM SPSS Statistics for Windows. [Software de computación]. Armonk, NY: IBM Corp.

Kooiman, C., Klaassens, E., van Heloma Lugt, Q., & Kamperman, A. M. (2012). Psychometrics and Validity of the Dutch Experiences in Close Relationships-Revised (ECR-R) in an Outpatient Mental Health Sample. Journal of Personality Assessment, 95(2), 1-8. doi: 10.1080/00223891.2012.740540.

Lafontaine, M.-F., & Lussier, Y. (2003). Structure bidimensionnelle de l'attachement amoureux: Anxiéte face à l'abandon et évitement de l'intimité. Canadian Journal of Behavioral Science, 35(1), 56-60. doi: 10.1037/h0087187.

Li, C. H. (2016). Confirmatory factor analysis with ordinal data: Comparing robust maximum likelihood and diagonally weighted least squares. BehaviorResearch Methods, 48(3), 936-949. doi: 10.3758/s13428-015-0619-7.

Lozano, L., Albarracín, P., & Vásquez, M. (2016). Apego parental y su relación con el apego romántico y la dependencia afectiva en 119 universitarios de la ciudad de Ibagué - Colombia. Revista de Psicología GEPU, 7(1), 8-39.

Mardia, K. (1970). Measures of Multivariate Skewness and Kurtosis with Applications Measures of Multivariate Skewness and Kurtosis with Applications. Biometrika, 57(3), 519-530. doi: 10.1093/biomet/57.3.519.

Mastrotheodoros, S., Chen, B.-B., & Motti, F. (2015). Experiences in Close Relationships-Revised (ECR-R): Measurement (non-) invariance across Chinese and Greek samples. European Journal of Developmental Psychology, 12(3), 344-358. doi: 10.1080/17405629.2015.1021327.

McDonald, R. P. (1999). Test theory: A unified treatment. Mahwah: Lawrence Erlbaum Associates, Inc.

Moreta-Herrera, R., Mayorga-Lascano, M., Larzabal-Fernández, A., & Vaca-Quintana, D. (2020). Factor analysis, reliability and validity of a measurement model for the intent of alcohol consumption among Ecuadorian teenagers. Health & Adictions/Salud y Drogas, 20(1), 126-135. doi: 10.21134/haaj.v20i1.489.

Muñiz, J., & Fonseca-Pedrero, E. (2019). Diez pasos para la construcción de un test. Psicothema, 31(1), 7-16. doi: 10.7334/psicothema2018.291.

Nóblega, M., Núñez del Prado Murillo, J., Alcántara Zapata, N., Barreda Parra, V. A., Cabrerizo, P., Castañeda Valdivia, E. A. … Vásquez Samalvides, L. C. (2018). Propiedades psicométricas de una versión en español del Experiences in Close Relationships-Revised (ECR-R). Revista de Psicología, 27(2), 1-13. doi: 10.5354/0719-0581.2019.52308.

R Core Team. (2019). R: A language and environment for statistical computing, R [Software de computación]. Vienna, Austria: Foundation for Statistical Computing.

Sibley, C. G., Fischer, R., & Liu, J. H. (2005). Reliability and Validity of the Revised Experiences in Close Relationships (ECR-R) Self-Report Measure of Adult Romantic Attachment. Personality and Social Psychology Bulletin, 31(11), 1524-1536. doi: 10.1177/0146167205276865.

Ventura-León, J., & Caycho-Rodríguez, T. (2017). El coeficiente Omega: un método alternativo para la estimación de la confiabilidad. Revista Latinoamericana de Ciencias Sociales, Niñez y Juventud, 15(1), 625-627.

Yang-Wallentin, F., Jöreskog, K. G., & Luo, H. (2010). Confirmatory factor analysis of ordinal variables with misspecified models. Structural Equation Modeling, 17(3), 392-423. doi: 10.1080/10705511.2010.489003.

Zambrano, R., Villada, J., Vallejo, V. J., Córdoba, V., Giraldo, J. J., Herrera, B. … Correa, C. (2009). Propiedades psicométricas de la prueba de apego adulto "Experiencias en relaciones cercanas-revisado" (Experiences in close relationship-revised, ECR-R) en población colombiana. Pensando Psicología, 5(8), 6-14.

Notas de autor

Enviar correspondencia a: Díaz-Mosquera, E. E-mail: endiaz@puce.edu.ec

Información adicional

Citar este artículo como: Díaz-Mosquera, E., Latorre Vaca, G., Merlyn Sacoto, M., Moreta-Herrera, R., & Nóblega, M. (2022). Características psicométricas del ECR-R (Experiences in Close Relationships-Revised) en población ecuatoriana. Revista Argentina de Ciencias del Comportamiento, 14(1), 36-45

Enlace alternativo

https://revistas.unc.edu.ar/index.php/racc/article/view/29719/37567 (pdf)